黃珊 劉順佳 李叢竹

摘要：“營改增”是我國稅制改革的重要一環(huán)，對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新能力有重要影響。本文在理論分析的基礎(chǔ)上，選取了 165家上市公司2009-2018年的面板數(shù)據(jù)，通過雙重差分模型研究了“營改增”對部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響。結(jié)果表明，“營改增”政策下，現(xiàn)代服務(wù)業(yè)企業(yè)研發(fā)支出明顯增加，技術(shù)創(chuàng)新能力顯著增強(qiáng)。行業(yè)差異方面，“營改增”對信息技術(shù)服務(wù)業(yè)的促進(jìn)效果較其余兩者更為顯著。產(chǎn)權(quán)屬性方面，非國有企業(yè)對“營改增”的政策效應(yīng)較國有企業(yè)更為敏感。

關(guān)鍵詞：“營改增”;技術(shù)創(chuàng)新;雙重差分模型

中圖分類號：F812.4? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1005-913X（2020）08-0104-04

一、引文

隨著我國經(jīng)濟(jì)增長主要推動力由傳統(tǒng)的生產(chǎn)要素逐漸向技術(shù)創(chuàng)新驅(qū)動過渡，黨的十九大明確提出要推動供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，提高經(jīng)濟(jì)發(fā)展的技術(shù)創(chuàng)新力量。2012年1月1日，上海的交通運(yùn)輸業(yè)和部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)率先進(jìn)行“營改增”試點(diǎn)。2012年9月1日至2012年12月1日，試點(diǎn)分批次擴(kuò)大至北京等八個(gè)?。ㄖ陛犑校?013年8月1日，“營改增”在交通運(yùn)輸業(yè)和部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)全國試點(diǎn)。2016年5月1日全面推進(jìn)“營改增”政策?！盃I改增”根據(jù)目前經(jīng)濟(jì)社會的發(fā)展趨勢，減輕企業(yè)賦稅，促進(jìn)高端服務(wù)業(yè)發(fā)展，提高企業(yè)科技創(chuàng)新積極性。

二、文獻(xiàn)回顧

“營改增”從全額征稅到對增值額征稅，“營改增”政策一定程度上解決了重復(fù)征稅的問題，[1]降低了企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)，[2][4]且長期效果比短期更加明顯。[5]由于進(jìn)項(xiàng)稅額抵扣環(huán)節(jié)，稅改后企業(yè)負(fù)債水平顯著下降，[6]投資水平顯著增加，[7][8]尤其是固定資產(chǎn)投資[9]和創(chuàng)新型無形資產(chǎn)投資。[10]由于“營改增”的減稅效果，企業(yè)人均銷售額增加，未來盈利能力增強(qiáng)?！盃I改增”使企業(yè)擁有更多的現(xiàn)金流量和更少的稅收及債務(wù)負(fù)擔(dān)，為企業(yè)合理配置資源[11]和規(guī)模擴(kuò)張?zhí)峁┛臻g，有利于促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級和融合發(fā)展。

大部分研究表明“營改增”對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新行為有促進(jìn)作用。企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量增加與創(chuàng)新質(zhì)量增加，且隨時(shí)間推移政策效應(yīng)更加明顯。[13]相反，部分研究認(rèn)為稅負(fù)降低時(shí)企業(yè)在較低的創(chuàng)新水平上也能很好的生存，故缺乏技術(shù)創(chuàng)新動力。[14][15]對于行業(yè)屬性差異，苗好鑫和申尊煥（2014）研究顯示，“營改增”對非國有企業(yè)的政策效果強(qiáng)于國有企業(yè)，高新技術(shù)企業(yè)的政策敏感性強(qiáng)于非高新技術(shù)企業(yè)，袁建國（2018）、王珮等（2018）等同樣證明了這一點(diǎn)。對于行業(yè)差異，李成和張玉霞（2015）認(rèn)為不同行業(yè)間“稅負(fù)轉(zhuǎn)嫁”難易水平導(dǎo)致試點(diǎn)企業(yè)間投資上升幅度存在顯著差異，王夢月和強(qiáng)國令（2018）認(rèn)為“營改增”提高績效的方法——專業(yè)化分工的不同使企業(yè)自主創(chuàng)新意愿的提升程度也不同。方法上，眾多學(xué)者采用了模糊斷點(diǎn)回歸法、[12][18]雙重差分法[10][9]和傾向得分匹配法[4][15]等方法，效果顯著。

本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：一是本文選取了三類現(xiàn)代服務(wù)業(yè)子行業(yè)，針對其不同行業(yè)特點(diǎn)對比研究，豐富了營改增政策評估的研究成果;二是本文分別考察了行業(yè)性質(zhì)和產(chǎn)權(quán)屬性對政策效果的影響，全面評估了“營改增”政策對部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用;三是區(qū)別于以往文獻(xiàn)單一地將2012年設(shè)定為事件年度，本文根據(jù)“營改增”政策的推進(jìn)過程分三個(gè)階段定義事件年度，實(shí)證過程更加嚴(yán)謹(jǐn)。

本文其余部分安排如下：第三部分為“營改增”作用機(jī)制的理論推演;第四部分闡述研究設(shè)計(jì);第五部分為實(shí)證結(jié)果與分析;第六部分為穩(wěn)健性檢驗(yàn);最后給出結(jié)論及政策建議。

三、理論分析和研究假設(shè)

內(nèi)生增長理論認(rèn)為，內(nèi)生變量決定一國的長期經(jīng)濟(jì)增長，且受政策影響。[20]技術(shù)創(chuàng)新是推動經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的決定性因素，而人力資本和物質(zhì)資本的積累會推動技術(shù)創(chuàng)新要素內(nèi)生化，使其在政策影響下向不同方向發(fā)展。由于技術(shù)創(chuàng)新具有正外部性，[22]僅僅通過市場調(diào)節(jié)實(shí)現(xiàn)的均衡研發(fā)水平過低，需要政府采取措施來達(dá)到最優(yōu)水平。“營改增”政策將企業(yè)外購無形資產(chǎn)的支出納入進(jìn)項(xiàng)稅額抵扣環(huán)節(jié)，對一般納稅人整體上由營業(yè)收入全額征稅改為對增值額征稅。以上方法大大減輕了企業(yè)的稅負(fù)負(fù)擔(dān)，對企業(yè)進(jìn)行技術(shù)研發(fā)活動起到很好的激勵作用。

故提出假設(shè)H1：

H1：受“營改增”政策影響，部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)企業(yè)研發(fā)投入增加。

研發(fā)和技術(shù)服務(wù)業(yè)科技含量高，對科技創(chuàng)新的質(zhì)量和速度要求高，但對研發(fā)使用的固定資產(chǎn)投資巨大?！盃I改增”對企業(yè)購置的直接用于科學(xué)研究的儀器免征增值稅，大大減輕了企業(yè)研發(fā)投入的壓力。文化創(chuàng)意服務(wù)業(yè)對無形資產(chǎn)和人力資本的需求較大，“營改增”將無形資產(chǎn)的進(jìn)項(xiàng)稅額納入抵扣環(huán)節(jié)，從另一方面促進(jìn)技術(shù)創(chuàng)新。而信息技術(shù)服務(wù)業(yè)具有技術(shù)更新快、產(chǎn)品附加值高等特點(diǎn)，[18]其技術(shù)創(chuàng)新能力由于受“營改增”影響時(shí)間較長，政策效果更加明顯。

故提出假設(shè)H2：

H2：營改增對技術(shù)創(chuàng)新的影響程度存在行業(yè)差異。

由于企業(yè)異質(zhì)性的存在，[18]營改增對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用效果可能會存在差異。國有企業(yè)大多經(jīng)營涉及國家大政方針的業(yè)務(wù)，對宏觀經(jīng)濟(jì)有重要影響，故對投資風(fēng)險(xiǎn)大、回收期長的技術(shù)研發(fā)項(xiàng)目有更多的考慮，同時(shí)政府會更多的給予政策支持。而非國有企業(yè)，隨時(shí)面臨被市場淘汰的風(fēng)險(xiǎn)，資金供應(yīng)并不充裕，競爭壓力一定程度上推動了非國有企業(yè)的創(chuàng)新能力發(fā)展。

故提出假設(shè)H3：

H3：與國有企業(yè)相比，營改增對非國有企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)作用更大。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）模型構(gòu)建

本文選取經(jīng)濟(jì)政策分析的常用模型——雙重差分模型進(jìn)行研究。國際上Feldstein（ 1995） 利用該雙重差分法就美國稅制改革對個(gè)人應(yīng)稅所得的影響進(jìn)行研究。袁從帥等（2015）最早使用該方法研究“營改增”政策對研發(fā)支出的影響。“營改增”由上海地區(qū)試點(diǎn)而后推廣至全國，整體推進(jìn)過程可認(rèn)為是“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”。上市公司的地區(qū)差異不足以導(dǎo)致內(nèi)生性問題，符合雙重差分檢驗(yàn)的基本設(shè)定。[10]

參考袁從帥等（2015）的模型構(gòu)建，本文將實(shí)施“營改增”政策的上市公司作為實(shí)驗(yàn)組，未實(shí)施的上市公司作為對照組。上海地區(qū)2012年開始實(shí)施“營改增”政策，故2012年起上海地區(qū)的上市公司作為實(shí)驗(yàn)組。2012年9月1日推廣至北京等八?。ㄖ陛犑校?shí)施，考慮政策作用的滯后性，“營改增”的激勵效應(yīng)難以在短時(shí)間內(nèi)反映出來，故2012年以上省市仍為對照組，[6]2013年與上海市上市公司共同作為實(shí)驗(yàn)組。2014年及以后本文樣本中的上市公司均作為實(shí)驗(yàn)組。具體模型如下：

y=β0+β1time+β2treat+β3industry+β4enterprise+β5controls

其中，y為被解釋變量，Time為是否屬于“營改增”年度，屬于則取1，不屬于則取0;Treat表示是否是實(shí)驗(yàn)組，treat=1為實(shí)驗(yàn)組，treat=0為對照組;Industry表示企業(yè)所屬行業(yè);Enterprise表示企業(yè)所屬產(chǎn)權(quán)性質(zhì)。Controls表示控制變量。

（二）變量定義

本文以研發(fā)支出自然對數(shù)作為被解釋變量，用于衡量高新技術(shù)企業(yè)研發(fā)支出的變化情況，[4][13]數(shù)據(jù)取自財(cái)務(wù)報(bào)表附注中長期資產(chǎn)的“研發(fā)支出”科目。解釋變量包括time和treat以及行業(yè)屬性和產(chǎn)權(quán)屬性。對于行業(yè)類別，針對某個(gè)行業(yè)研究時(shí)此行業(yè)的上市公司為實(shí)驗(yàn)組，其余為對照組。對于產(chǎn)權(quán)屬性，國有企業(yè)的產(chǎn)權(quán)屬性取1，非國有企業(yè)的產(chǎn)權(quán)屬性取0。變量定義如表1。

（三）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取研發(fā)和技術(shù)服務(wù)業(yè)、文化創(chuàng)意服務(wù)業(yè)和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)上市公司為樣本，剔除金融類上市公司、ST、PT類型公司，通過Winsor處理剔除異常值，最終獲得165家上市公司2009～2018年共1280個(gè)觀測值。本次數(shù)據(jù)全部來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。

五、實(shí)證結(jié)果與分析

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，研發(fā)支出自然對數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差為1.417，個(gè)體樣本間存在較大差異，數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)較穩(wěn)定。相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果表明，time和treat與被解釋變量相關(guān)系數(shù)為0.2956和0.3767，且在5%水平上顯著。初步表明“營改增”對部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新有促進(jìn)作用。

（一）對部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響

表2所示，以三類現(xiàn)代服務(wù)業(yè)為樣本的模型（1）中time和treat系數(shù)為正，且treat在1%水平上顯著。對于time正相關(guān)而不顯著的問題，可能的原因是技術(shù)創(chuàng)新具有延遲性，[17]長期連續(xù)效應(yīng)比短期沖擊效應(yīng)更顯著。[13]模型（2）（3）（4）分別研究了“營改增”對三類現(xiàn)代服務(wù)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響，treat顯著正相關(guān)?！盃I改增”緩解了企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)，企業(yè)可持續(xù)再生產(chǎn)資金和未來預(yù)期可使用資金增加，研發(fā)投入有了更多增長空間。以上所有變量方差膨脹因子均小于10。結(jié)果符合假設(shè)H1。

（二）行業(yè)差異的影響

表3所示，模型（2）（3）（4）中time和treat與研發(fā)支出自然對數(shù)正相關(guān)，且treat在1%水平上顯著，“營改增”政策均促進(jìn)了三類服務(wù)業(yè)企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新。模型（4）中，“營改增”對信息技術(shù)服務(wù)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的促進(jìn)效果較強(qiáng)，可能的原因是信息技術(shù)服務(wù)業(yè)受“營改增”政策影響時(shí)間較長，[18]在長期積累下技術(shù)創(chuàng)新活力得到了充分地釋放。而“營改增”對企業(yè)購置的直接用于科學(xué)研究的儀器免征增值稅，使研發(fā)和技術(shù)服務(wù)業(yè)創(chuàng)新動力略高于文化創(chuàng)意服務(wù)業(yè)。結(jié)果符合假設(shè)H2。

（三）產(chǎn)權(quán)屬性差異的影響

表2所示，模型中time和treat與研發(fā)支出自然對數(shù)正相關(guān)且通過顯著性檢驗(yàn)，enterprise系數(shù)為負(fù)但不顯著，即“營改增”政策下國有企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新動力弱于非國有企業(yè)。由此說明，非國有企業(yè)受市場競爭和技術(shù)發(fā)展的影響，更有動力借助稅改契機(jī)調(diào)整企業(yè)策略，大量投資于研發(fā)活動。結(jié)果符合假設(shè)H3。

六、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文用研發(fā)支出占營業(yè)收入比例對技術(shù)創(chuàng)新強(qiáng)度進(jìn)行重新度量，數(shù)據(jù)取自利潤表中“營業(yè)收入”科目。結(jié)果表明，time和treat的符號和顯著性沒有明顯變化，控制變量效果基本一致。而后本文將政策發(fā)生時(shí)間分別提前一年和滯后一年進(jìn)行回歸，檢驗(yàn)被解釋變量的變化是否由“營改增”引起。安慰劑檢驗(yàn)中time變量呈負(fù)相關(guān)，滯后性檢驗(yàn)中time變量呈負(fù)相關(guān)，treat在1%顯著水平上呈正相關(guān)。最后通過PSM-DID模型克服內(nèi)生性影響，[19]結(jié)果均符合假設(shè)。檢驗(yàn)表明，企業(yè)研發(fā)支出增加確由“營改增”政策引起。

七、結(jié)論及政策建議

本文通過考察“營改增”對部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的作用效果，得出如下結(jié)論：“營改增”政策下，現(xiàn)代服務(wù)業(yè)企業(yè)研發(fā)支出明顯增加，技術(shù)創(chuàng)新能力顯著增強(qiáng)。行業(yè)差異方面，“營改增”對信息技術(shù)服務(wù)業(yè)的促進(jìn)效果較其余兩者更為顯著。產(chǎn)權(quán)屬性方面，非國有企業(yè)對“營改增”的政策效應(yīng)較國有企業(yè)更為敏感。根據(jù)以上結(jié)論，本文提出以下建議。一是繼續(xù)發(fā)揮“營改增”對部分現(xiàn)代服務(wù)業(yè)技術(shù)創(chuàng)新投入的激勵作用，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)升級。二是“營改增”等稅制改革應(yīng)針對行業(yè)特性實(shí)施。三是“營改增”等稅改政策應(yīng)針對國有企業(yè)和非國有企業(yè)特性制定，進(jìn)而提升我國整體的技術(shù)創(chuàng)新水平。

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[責(zé)任編輯：譚志遠(yuǎn)]